Análise de validade da escala de atitudes em relação à Internet

Após a análise da escala de habilidades, descrito nas etapas anteriores, procedemos para análise psicométrica da escala de atitudes em relação à Internet em cada dimensão individualmente. Para isso, seguimos os mesmos passos e critérios de verificação da etapa anterior. Logo após, apresentamos resumo das validações realizadas e verificação de validade discriminante. Por fim, apresentamos as medidas descritivas da escala.

4.1.8.1 Fatores cognitivos

Em termos de correlação bivariada (Tabela 28), para a dimensão cognitiva, a maior parte das correlações apresentou significância estatística e com valores superiores a 0,2 (COSTA, 2011). Apenas as variáveis AC7 e AC8 apresentaram baixa associação com os demais itens, o que pode sinalizar problema de mensuração. Tomando por base o caráter exploratório nessa etapa de pesquisa, decidimos preservá-las para realização de análise fatorial exploratória (extração de componentes principais e rotação varimax) no intuito de se tentar obter estrutura simplificada (COSTA, 2011; HAIR et al., 2005).

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Tabela 28 – Matriz de correlações de atributos atitudinais cogntivos

AC1 AC2 AC3 AC4 AC5 AC6 AC7 AC8 AC9 AC10

AC1 1 AC2 0,806** ₁ AC3 0,512** _0,538** ₁ AC4 0,300** _0,416** _0,601** ₁ AC5 0,566** _0,621** _0,374** _0,227** ₁ AC6 0,452** _0,547** _0,689** _0,600** _0,458** ₁ AC7 0,077 0,048 0,218** _0,263** _{0,084 0,228}** ₁ AC8 0,122 0,121 0,013 -0,09 0,169* _{0,002 0,425}** ₁ AC9 0,460** 0,498** 0,732** 0,652** 0,361** 0,706** 0,235** 0,000 1 AC10 0,476** 0,460** 0,707** 0,595** 0,369** 0,686** 0,281** -0,058 0,803** 1 **. Correlação significante ao nível de 0,01 (bi-caudal).

*. Correlação significante ao nível de 0,05 (bi-caudal). Fonte: Dados da pesquisa.

Após a primeira iteração de análise efetuada, obtivemos estrutura fatorial adequada para a dimensão cognitiva com três fatores. O fator 1 agregou os itens AC3, AC4, AC6, AC9 e AC10. O fator 2 incluiu AC1, AC2 e AC5. O fator 3 reuniu AC7 e AC8. A análise de verificação da consistência interna de cada fator (alpha de Cronbach), indicadora de confiabilidade da escala, sugeriu a necessidade de exclusão de AC7 e AC8, já que o valor alpha calculado (0,597) esteve abaixo da referência estabelecida (alpha<0,6). Esses resultados, em conjunto com a reanálise do conteúdo das variáveis, complementam o que já havia sido sinalizado na análise de correlação.

Sendo assim, realizamos nova iteração de análise fatorial sem os itens AC7 e AC8. O valor do teste de adequação da amostra (KMO) foi de 0,871 e a estatística de Barlett teve significância estatística (χ²=1103,684; gl=28; p<0,001). A extração dos fatores indicou dois fatores com autovalor superior a 1 e variância total extraída de 76,13%. O valor obtido para o alpha de Cronbach no fator 1 e fator 2, respectivamente, foi de 0,912 e 0,856. No fator 2 houve sinalização de melhora com a exclusão do AC5. Apesar disso, por questões de conteúdo, resguardo e operacionalizações posteriores, decidimos preservá-lo. Os resultados dessa etapa são apresentados na Tabela 29.

Tabela 29 – Resultados da análise fatorial exploratória (AC)

Fator Itens Carga Fatorial Comunalidade Alpha se item excluído

1 AC3 0,796 0,749 0,891 AC4 0,821 0,681 0,909 AC6 0,770 0,726 0,894 AC9 0,869 0,824 0,879 AC10 0,839 0,776 0,886 2 AC1 0,855 0,803 0,764 AC2 0,851 0,836 0,723 AC5 0,818 0,695 0,889

121 A última etapa de análise dessa etapa consistiu da análise fatorial confirmatória, efetuada no software AMOS, utilizando-se do método de estimação de máxima versossimilhança. Os resultados (Tabela 30) sinalizam adequação dos escores (todos estatisticamente não nulos) para os dois fatores. As medidas de ajustamento estiveram todas dentro dos limites sugeridos na literatura de mensuração (COSTA, 2011) no fator 1. Com relação ao fator 2, observamos que o teste de qui-quadrado e o valor do RMSEA estiveram fora dos limites de referência esperados. Uma análise dos escores fatoriais sugere que o item AC5, comparativamente aos demais, apresentou escore fatorial mais baixo (embora acima do tolerável) e pode representar o motivo da discrepância verificada. Contudo, a exclusão desse item acarretaria na dificuldade de efetuar outros testes concernentes ao fator 2. Sendo assim, considerando que as demais medidas de ajustamento (GFI e CFI) mostraram-se adequadas; o valor das correlações entre os itens; os escores fatoriais da análise fatorial exploratória; e reanalisando o conteúdo do item em relação aos demais, decidimos por manter a estrutura desse fator com base nas três variáveis.

Tabela 30 – Itens, escores fatoriais e medidas de ajustamento (AC) Painel 1 – Itens e escores fatoriais

Fator Variáveis Escores Valores t (CR)*

1 AC3 0,823 - AC4 0,717 11,346 AC6 0,800 13,194 AC9 0,903 15,740 AC10 0,869 14,906 2 AC1 0,914 - AC2 0,873 - AC5 0,655 10,936

Painel 2 – Medidas de ajustamento

Fator Medida de ajustamento Observado Requisito de adequação

1 Qui-quadrado Graus de liberdade (gl) Razão Qui-quadrado/gl p-valor 6,689 5 1,338 0,245 - - <5,0 >0,05 GFI CFI RMSEA 0,986 0,998 0,041 >0,9 >0,9 <0,08 2 Qui-quadrado 7,901 - Graus de liberdade (gl) 1 - Razão Qui-quadrado/gl 7,901 <5,0 p-valor 0,005 >0,05 GFI 0,975 >0,9 CFI 0,978 >0,9 RMSEA 0,185 <0,08

*Todos os valores significativos a p<0,001. Valores não exibidos referem-se a parâmetros fixados em 1. Fonte: Dados da pesquisa.

122 Para nomear os dois fatores, tomamos por base o conjunto de atributos avaliados em cada um deles e o que foi identificado no estudo realizado no capítulo 3. Sendo assim, em relação ao fator 1, pudemos perceber que os itens incluem, em comum, avaliações sobre o aspecto utilitário do uso da Internet. Considerando os fatores apresentados no Quadro 4, o conjunto de atributos reunidos no fator 1 estão presentes em definições sobre utilidade (DONAT; BRANDTWEINER; KERSCHBAUM, 2009; HO; KUO; LIN, 2012; PENG; TSAI; WU, 2006; TSAI; LIN; TSAI, 2001; WU; TSAI, 2006; ZHANG, 2002, 2005, 2007); utilidade percebida (LEE; TAN; HAMEED, 2005; RAMÓN-JERÓNIMO; PERAL-PERAL; ARENAS-GAITÁN, 2013; SHIH, 2004) e ferramenta (CHOU et al., 2009; CHOU; WU; CHEN, 2011). Ou seja, dizem respeito a crenças sobre o quanto o indivíduo acredita que o uso da Internet é positivo, útil e produtivo. Logo, por essa perspectiva e objetivando simplicidade na referência a esse fator, o denominamos como percepção de utilidade.

Em relação ao fator 2, pudemos perceber que os itens incluem, em comum, avaliações vivenciais em relação ao uso da Internet. O conjunto de atributos reunidos no fator 2 estão presentes em definições sobre controle comportamental (TSAI; LIN; TSAI, 2001); dificuldade (DONAT; BRANDTWEINER; KERSCHBAUM, 2009); facilidade percebida (LEE; TAN; HAMEED, 2005; RAMÓN-JERÓNIMO; PERAL-PERAL; ARENAS-GAITÁN, 2013; SHIH, 2004); e facilitação de tarefas (MORSE et al., 2011). Ou seja, dizem respeito a crenças sobre o quanto o indivíduo acredita que o uso da Internet é interessante, fácil, necessário, agradável e estimulante. Logo, por essa perspectiva e objetivando simplicidade na referência a esse fator, o denominamos como percepção de afinidade.

4.1.8.2 Fatores afetivos

Em termos de correlação bivariada (Tabela 31), para a dimensão afetiva, a maior parte das correlações apresentou significância estatística e com valores superiores a 0,2 (COSTA, 2011). As variáveis AA2, AA7 e AA9 apresentaram, contudo, baixa associação com os demais itens, o que pode sinalizar problema de mensuração em relação a estes dois itens. Apesar disso, tomando por base o caráter exploratório nessa etapa de pesquisa, decidimos preservá-las para realização de análise fatorial exploratória por meio da extração de componentes principais e rotação varimax no intuito de se tentar obter uma estrutura fatorial simplificada (COSTA, 2011; HAIR et al., 2005).

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Tabela 31 – Matriz de correlações de atributos atitudinais afetivos

AA1 AA2 AA3 AA4 AA5 AA6 AA7 AA8 AA9 AA10

AA1 1 AA2 0,081 1 AA3 0,225** _0,287** ₁ AA4 0,550** _0,172* _0,238** ₁ AA5 0,281** _0,309** _0,708** _0,318** ₁ AA6 0,659** _{0,006 0,266}** _0,614** _0,410** ₁ AA7 -0,182** _0,229** _{0,037 -0,131}* _{0,068 -0,140}* ₁ AA8 0,349** _0,198** _0,470** _0,392** _0,485** _0,306** _{-0,064 1} AA9 0,096 0,234** 0,128 -0,047 0,154* -0,087 0,132 0,302** 1 AA10 0,308** 0,242** 0,560** 0,362** 0,598** 0,309** 0,067 0,538** 0,232** 1 **. Correlação significante ao nível de 0,01 (bi-caudal).

*. Correlação significante ao nível de 0,05 (bi-caudal). Fonte: Dados da pesquisa.

Após quatro iterações de análise efetuadas, retirando os itens AA7, AA2 e AA9, nessa ordem, obtivemos estrutura fatorial adequada para a dimensão afetiva com base em dois fatores. Obtivemos valor de teste de adequação da amostra (KMO) de 0,800 e estatística de Barlett com significância estatística (χ²=608,851; gl=21; p<0,001), o que indica adequação dos itens para a dimensão analisada. A extração dos fatores indicou dois fatores com autovalor superior a 1 e variância total extraída de 70,43%. O valor obtido para o alpha de Cronbach no fator 1 e fator 2, respectivamente, foi de 0,833 e 0,822. Não houve sinalização de melhora caso algum item fosse excluído. Os resultados dessa etapa de análise são apresentados na Tabela 32.

Tabela 32 – Resultados da análise fatorial exploratória (AA)

Fator Itens Carga Fatorial Comunalidade Alpha se item excluído

1 AA3 0,865 0,753 0,774 AA5 0,843 0,751 0,762 AA8 0,674 0,547 0,832 AA10 0,790 0,671 0,785 2 AA1 0,848 0,742 0,761 AA4 0,805 0,697 0,792 AA6 0,853 0,769 0,707

Fonte: Dados da pesquisa.

A última etapa de análise dessa etapa consistiu da análise fatorial confirmatória, efetuada no software AMOS, utilizando-se do método de estimação de máxima versossimilhança. Os resultados (Tabela 33) sinalizaram adequação dos escores (todos estatisticamente não nulos) para os dois fatores. As medidas de ajustamento estiveram dentro dos limites sugeridos na literatura de mensuração (COSTA, 2011) no fator 1, com exceção do valor de RMSEA. Em relação ao fator 2, tivemos a negação da hipótese de ajustamento em relação ao teste de qui-quadrado (p<0,05). Contudo, tomando por base o valor dessa medida sobre o número de graus de liberdade (razão qui-

124 quadrado/gl<5,0), podemos entender que há uma sinalização de adequação. Adicionalmente, os valores de GFI e CFI corroboram a verificação de ajustamento. Uma possível causa para a discrepância observada pode ser decorrente da variável AA8, que apresentou menor carga fatorial comparativamente as demais. Apesar disso, considerando uma reanálise do conteúdo desse item em relação aos demais, decidimos por manter a estrutura desse fator com base nas quatro variáveis.

Tabela 33 – Itens, escores fatoriais e medidas de ajustamento (AA) Painel 1 – Itens e escores fatoriais

Fator Variáveis Escores Valores t (CR)*

1 AA3 0,812 - AA5 0,847 11,784 AA8 0,608 8,530 AA10 0,720 10,319 2 AA1 0,722 - AA4 0,753 - AA6 0,859 11,161

Painel 2 – Medidas de ajustamento

Fator Medida de ajustamento Observado Requisito de adequação

1 Qui-quadrado Graus de liberdade (gl) Razão Qui-quadrado/gl p-valor 9,715 2 4,858 0,008 - - <5,0 >0,05 GFI CFI RMSEA 0,976 0,976 0,138 >0,9 >0,9 <0,08 2 Qui-quadrado 3,095 - Graus de liberdade (gl) 1 - Razão Qui-quadrado/gl 3,095 <5,0 p-valor 0,079 >0,05 GFI 0,990 >0,9 CFI 0,990 >0,9 RMSEA 0,102 <0,08

*Todos os valores significativos a p<0,001 Fonte: Dados da pesquisa.

Para nomear os dois fatores, tomamos por base o conjunto de atributos avaliados em cada um deles e o que foi identificado no estudo realizado no capítulo 3. Sendo assim, considerando os fatores apresentados no Quadro 4, em relação ao fator 1, podemos perceber que os itens incluem, em comum, percepções individuais sobre ansiedade (ZHANG, 2002, 2005, 2007), atitudes negativas e gerais (MORSE et al., 2011) em relação ao uso da Internet. Ou seja, dizem respeito a avaliações individuais sobre sentimentos de otimismo, competência, ânimo e coragem em relação a si sobre o uso da Internet. Logo, por essa perspectiva e objetivando simplicidade na referência a esse fator, o denominamos como percepção de perseverança.

125 Em relação ao fator 2, podemos perceber que os itens incluem, em comum, avaliações de apreciação em relação ao uso da Internet. O conjunto de atributos reunidos no fator 2 estão presentes em definições sobre apreciação (HO; KUO; LIN, 2012; ZHANG, 2002, 2005, 2007); afeição (DONAT; BRANDTWEINER; KERSCHBAUM, 2009; PENG; TSAI; WU, 2006; TSAI; LIN; TSAI, 2001; WU; TSAI, 2006); e avaliação geral (MORSE et al., 2011). Ou seja, dizem respeito a percepções sobre sentimentos de curiosidade, interesse e satisfação. Logo, por essa perspectiva e objetivando simplicidade na referência a esse fator, o denominamos como percepção de apreciação.

4.1.8.3 Resumo de validação

Apresentamos, na Tabela 34, um resumo da consistência psicométrica da escala de atitudes em relação à Internet. Conforme já dito, esperava-se que, em cada dimensão dos construtos, houvesse variância extraída igual ou superior a 50%; que os escores fossem iguais ou superiores a 0,5; e que o alpha de Cronbach tivesse valor igual ou superior a 0,6 (COSTA, 2011). Os valores, em cada dimensão, são consistentes nesses aspectos. Os resultados dessa etapa complementam a validação de face e conteúdo realizada, sinalizando que a escala mensura de forma confiável o construto latente.

Tabela 34 – Consistência psicométrica da escala de atitudes em relação à Internet

Fatores Qtde. itens Var. extraída (%) Menor escore Alpha

Utilidade (ACF1) 5 74,30 0,792 0,912

Afinidade (ACF2) 3 77,81 0,814 0,856

Perseverança (AAF1) 4 67,13 0,745 0,833

Apreciação (AAF2) 3 73,88 0,835 0,822

Fonte: Dados da pesquisa.

Por fim, também efetuamos verificação de validade discriminante, no intuito de analisar se as dimensões diferem uma das outras de forma consistente. Como critério de referência nesta etapa, é esperado que o valor da variância compartilhada (medida pelo quadrado da correlação de Pearson) seja: (a) menor do que 0,5; e (b) menor do que a variância extraída na etapa de análise fatorial (COSTA, 2011). Na Tabela 26, apresentamos, na diagonal principal, os valores da variância extraída. Os demais valores consistem da variância compartilhada. Tomando por base os valores observados, temos sinalização de adequação em termos de validade discriminante.

126

Tabela 35 – Validade discriminante de atitudes em relação à Internet

ACF1 ACF2 ACF1 0,7430 ACF2 0,3250 0,7781 AAF1 AAF2 AAF1 0,6713 AAF2 0,1960 0,7388

Fonte: Dados da pesquisa.

4.1.8.4 Medidas descritivas: atitudes em relação à Internet

Nessa etapa, apresentamos medidas descritivas (Tabela 36; Painel 1) em cada dimensão, tomando por base os valores de média, mediana, desvio-padrão (DP), assimetria e curtose dos itens remanescentes do construto analisado. Levando em conta que a amplitude variava entre 0 e 10, as medidas de média e mediana sinalizam que os respondentes tenderam mais para o extremo com conotação positiva no conjunto de pares de atributos avaliados nos quatro fatores identificados. Os maiores valores médios corresponderam às avaliações em relação à percepção de utilidade, necessidade e interesse. Isso sugere que, na amostra em questão, prevaleceram atitudes mais favoráveis em relação ao uso da Internet. Tomando por base um desvio-padrão entre 2 e 3, percebemos moderada convergência em torno da média nos itens nos fatores cognitivos e baixa nos afetivos. Em relação aos valores de assimetria e curtose, é possível observar que a maior parte apresentou valores discrepantes em relação à referência de normalidade.

De forma complementar, analisando comparativamente as medidas descritivas (Tabela 36, Painel 2) agregadas pela média aritmética dos itens que compõe cada fator, é possível perceber que o fator cognitivo 2 teve, levemente, maiores valores em termos de média e mediana; seguido dos fatores cognitivo 1 e afetivo 2, respectivamente. Tomando por base um desvio-padrão entre 2 e 3, percebemos moderada convergência em torno da média na dimensão cognitiva; e baixa dispersão nos demais fatores. Em relação aos valores de assimetria e curtose, não se observou discrepância em relação à referência de normalidade apenas em termos do primeiro fator afetivo.

Se tomados em conjunto, os fatores atitudinais podem ser caracterizados dentro de um contínuo entre o que se concebe como tecnofobia e tecnofilia, isto é, avaliações sobre o papel desempenhado pela Internet na vida das pessoas (VAN DIJK, 2005). Em geral, percepções negativas ocorrem predominantemente em não usuários ou que estão iniciando seu contato com essa tecnologia (VAN DIJK, 2005). Considerando o perfil descritivo da amostra em termos de perfil etário, nível de escolaridade, frequência e

127 experiência de uso (Tabela 12), e o que foi evidenciado em termos de não-uso no capítulo 2; os níveis observados são condizentes com o padrão esperado, isto é, mais concentrados no extremo positivo da escala utilizada.

Tabela 36 – Medidas descritivas de atitudes em relação à Internet Painel 1 – Itens e medidas descritivas

Item Média Mediana DP Assim. Curt.

AC1. Positivo-negativo 7,70 8,00 2,53 -1,30 0,86 AC2. Útil-inútil 8,06 9,00 2,84 -1,76 2,08 AC5. Produtivo-improdutivo 6,94 8,00 2,59 -0,88 0,04 AC3. Interessante-desinteressante 8,09 9,00 2,83 -1,84 2,32 AC4. Fácil-difícil 7,86 8,00 2,49 -1,55 2,11 AC6. Necessário-desnecessário 8,13 9,00 2,74 -1,80 2,35 AC9. Agradável-Desagradável 7,61 8,00 2,49 -1,57 2,16 AC10. Estimulante-desestimulante 7,51 8,00 2,42 -1,49 2,02 AA1. Otimista-pessimista 7,33 8,00 2,39 -1,11 0,63 AA4. Competente-incompetente 7,31 8,00 2,13 -0,98 0,72 AA6. Animado-desanimado 7,32 8,00 2,18 -0,91 0,56 AA8. Corajoso-medroso 6,60 7,00 2,51 -0,84 0,13 AA3. Curioso-indiferente 7,80 8,00 2,26 -1,60 2,66 AA5. Interessado-desinteressado 7,80 8,00 2,44 -1,64 2,40 AA10. Satisfeito-insatisfeito 7,12 8,00 2,13 -1,20 1,45

Painel 2 – Medidas descritivas agregadas por dimensão

Dimensão Média Mediana DP Assim. Curt.

Utilidade (ACF1) 7,56 8,33 2,34 -1,41 1,40

Afinidade (ACF2) 7,84 8,40 2,23 -2,08 4,20

Perseverança (AAF1) 7,13 7,50 1,78 -0,88 0,85

Apreciação (AAF2) 7,57 8,00 1,97 -1,61 3,06

Fonte: Dados da pesquisa.

Realizadas as validações das escalas propostas, na etapa seguinte, apresentamos as medidas descritivas do construto conhecimentos terminológicos subjacentes ao uso da Internet.